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INTRODUCCIÓN
En el mes de marzo del 2020, ya se había confirmado más de 200 000 casos y 8000 muertes en más de 20 países por el virus llamado covid-19 o Sars-Cov2, el cual alertó de un riesgo sanitario a nivel mundial (Whitworth, 2020). Estos números aumentaron dramáticamente, permitiendo que experiencias emocionales como el miedo a la muerte se hicieran más palpables (World Health Organization, 2020). Este miedo suele ser caracterizado como un miedo inminente a perder la vida, siendo este un estado que los individuos no desean experimentar, ya que limita su tiempo (Shukla y Rishi, 2017). Por otro lado, se hace referencia a que esta es una reacción que percibe señales de peligro desencadenadas por una situación amenazante (Uribe et al., 2008). Todo lo mencionado se asocia con la tristeza, ansiedad, miedo y depresión (Tomas, 2016).
El miedo a morir se convirtió en una experiencia emocional tan cercana que en países como España se halló que el 23.4 % experimentó miedo a morir por contraer el virus Sars-Cov-2, concluyéndose que uno de cuatro españoles presenta este temor (Centro de Investigaciones Sociológicas, 2021). Los jóvenes también fueron una población afectada por este miedo, ya que adquirieron un nivel de estrés debido al confinamiento sufrido por la covid-19 y por la latente posibilidad de morir a su corta edad (Cohen et al., 2020).
El miedo a la muerte en jóvenes, especialmente en quienes cursaban aún estudios universitarios, fue de interés durante la pandemia (Almeida-Santos et al., 2022; Değirmen, 2021) e incluso en años previos a ella (Onuoha e Idemudia, 2019; Agusti et al., 2018). Es así que se destacan hallazgos como el que estudiantes españoles de Medicina tienen en su mayoría un nivel intermedio de miedo a la muerte, lo que se acrecienta por el hecho de ser mujer y por haber perdido un familiar cercano (Agusti et al., 2018). Por otro lado, se ha hallado que los universitarios nigerianos más jóvenes tienen mayores niveles de miedo a la muerte, pudiendo explicarse en función de la preocupación que se experimenta ante la posibilidad de ser incapaces de formar una familia o de realizar algo que sea un símbolo posterior de su existencia (Onuoha e Idemudia, 2019). Situación parecida es la que experimentan estudiantes universitarios turcos, quienes tienen temor ante la muerte y sensación de angustia al pensar en la necesidad de tener que recurrir a tratamientos sanitarios típicamente asociados al final de la vida (Değirmen, 2021). Otro hallazgo de especial relevancia es el que revela que estudiantes brasileños de pedagogía tienen mayores niveles de temor a la muerte que los de enfermería, y que la diferencia gira en torno a la posibilidad que tienen los estudiantes de ciencias de la salud de tener contacto y analizar cuestiones tanatológicas como el proceso de morir (Almeida-Santos et al., 2022).
Lo mencionado evidencia que prevalece un vigente interés por evaluar el miedo a la muerte. A nivel instrumental, revisando la literatura, se encontró la Escala de Miedo a la Muerte elaborada por los autores Collett y Lester, también conocida como CL-FODS. Esta ha sido utilizada en distintos países, como España (Buccella et al., 2012; Tomás et al., 2007), República Checa (Buzgova y Janı́kova, 2017) y Arabia (Abdel-Khalek y Lester, 2003). Asimismo, se ha usado en algunos países de América, tales como México (Mondragón et al., 2020; Pérez et al., 2018), Chile (Espinoza et al., 2011) y Argentina (Quintero y Simkin, 2017, 2020).
En cuanto a estudios propiamente psicométricos de la CL-FODS, se destacan los hallazgos de los siguientes estudios:
Con la participación de 368 universitarios mexicanos de la carrera de Enfermería con edades entre 18 a 40 años (ME=21.0, M=332, H=36), se halló que la varianza explicada fue de 62.1 % con cuatro dimensiones y que había una correlación significativa entre estas, desde .51 a .73. Además, en cuanto a la confiabilidad, la escala general presentó un excelente coeficiente alfa de .95 (Mondragón et al., 2020).
En Argentina, se adaptó y validó el instrumento gracias a la participación de 150 estudiantes con edades que fluctuaron entre 19 y 56 años (ME=28.18, DE=9.01, H=70, M=80). Los valores obtenidos en el AFC fueron CFI =.95, IFI =.95, SRMR =.09. En relación a la confiabilidad, se halló un alfa mayor a .80 en las cuatro dimensiones. Se concluyó que el instrumento tenía adecuadas propiedades psicométricas (Quintero y Simkin, 2020).
Lo mencionado permite tener un panorama auspicioso del CL-FODS a nivel empírico, pero no debe soslayarse el soporte teórico sobre el que se cimienta. Al respecto, es importante subrayar que la palabra «miedo» proviene del lat. metus, conocido como la perturbación llena de angustia del estado de ánimo, ya sea por daño o riesgo real o imaginario (Real Academia Española [RAE], 2020). Mientras que «muerte» proviene del lat. mors, mortis, que alude al término o cesación de la vida. También, indica que es el alejamiento del cuerpo y alma, según el pensamiento tradicional (RAE, 2020).
Por su parte, Collett y Lester (1969) desarrollan una conceptualización del miedo a la muerte en la que se describe que es una experiencia natural de temor e ideas ligadas a la muerte. Esto ocasiona que el individuo reaccione ante una idea de la muerte y del proceso que lleva a ella, generando diferentes actitudes, y no solo cuando se trate de la persona misma, sino de otras, familiares o personas cercanas afectivamente. Esto hace que el miedo a la muerte tenga una noción multidimensional (Lester y Blustein, 1980). Así, se incluye como los dos primeros factores a dos miedos asociados a uno mismo, el miedo a la muerte y el miedo al proceso de morir. El primero de ellos alude al temor a la interrupción de proyectos y al tener que enfrentar una situación inevitable, pero desconocida. El segundo está asociado al temor a experimentar sufrimiento físico y psicológico, soledad y desesperanza en situaciones previas a la muerte. Los otros dos factores están vinculados al miedo a la muerte de otras personas. Así, el miedo a la muerte de otras personas está relacionado con el temor a la pérdida de una persona querida en donde se experimente soledad y culpa ante su ausencia. El último factor se asocia con el miedo al proceso de morir de los otros en donde se teme ser testigo y/o no saber cómo afrontar el sufrimiento del ser querido que atraviesa una degeneración física mortal.
Como se ha descrito hasta el momento, el instrumento CL-FODS para evaluar el miedo a la muerte tiene un soporte teórico que se ha visto corroborado en algunas investigaciones instrumentales internacionales en el ámbito universitario (Mondragón et al., 2020; Quintero y Simkin, 2020). Además, se ha visto que esta variable mantiene su vigencia en cuanto a investigaciones con estudiantes de ese nivel académico (Almeida-Santos et al., 2022; Değirmen, 2021; Onuoha e Idemudia, 2019; Agusti et al., 2018). Todo ello permite visibilizar la importancia de la evaluación del miedo a la muerte en el entorno universitario. Así, a nivel macro, permite análisis que, en algunos casos, podrían alentar la necesidad de incluir mínimamente reflexiones tanatológicas en el ámbito curricular universitario de ciencias de la salud (Agusti et al., 2018) y de los que no lo son (Almeida-Santos et al., 2022), los cuales desemboquen en estrategias de afronte asociadas a la muerte y al proceso de morir (Değirmen, 2021). A nivel micro, un instrumento de esta naturaleza podría ayudar a los tutores universitarios en la identificación de estudiantes con dificultades, lo que podría generar una oportuna intervención (Onuoha e Idemudia, 2019), ya que la forma en la que los estudiantes universitarios están tomando conciencia de la finitud de la vida influye significativamente en sus pensamientos, emociones y comportamientos (Chopik, 2017).
A pesar de lo mencionado, en el ámbito universitario y peruano en general, no se ha efectuado una investigación que evidencie la calidad psicométrica del CL-FODS. Por ello, la presente investigación tuvo como finalidad evaluar las propiedades psicométricas de la Escala de Miedo a la Muerte de Collett y Lester (CL-FODS) en estudiantes universitarios peruanos.
Método
Diseño
El presente estudio se efectuó mediante un diseño instrumental, basado en la adaptación de los instrumentos ya existentes de corte psicométricos para la revisión de sus propiedades (Ato et al., 2013).
Participantes
Los participantes fueron 448 jóvenes de nivel universitario con edades entre los 18 a 29 años (M=23.27, DE=3.02, Mujeres=274) y que residían en la ciudad de Lima Metropolitana. Se aplicó el muestreo no probabilístico por conveniencia.
Instrumentos
Escala de Miedo a la Muerte (Collett y Lester, 1969)
Tanto en la versión original y la versión traducida al español por Tomás-Sábado et al. (2007), se destaca como un instrumento cuyo objetivo es medir el propio miedo a la muerte, cuando se trata de uno mismo y el miedo a la muerte de otros, cuando ya no se trata de uno mismo. Está conformada por 28 ítems y cuatro dimensiones. Cada dimensión tiene 7 ítems de forma consecutiva y se evalúan mediante una escala de tipo Likert (1= nunca a 5= mucho). El instrumento adaptado evidenció una buena fiabilidad en cada una de sus dimensiones, con valores entre .79 y .89, además de que estas dimensiones explicaban el 51.9 % de la varianza total (Tomás-Sábado et al., 2007).
Escala de Miedo a la covid-19
Es un instrumento unidimensional cuyo objetivo es medir el miedo a la covid-19, el cual permite la interpretación de la salud mental en cada individuo al que se le haya administrado la prueba (Furman et al., 2020). La escala está conformada por 7 ítems con opciones de respuesta que van desde 1 al 5. En el Perú, la escala ha evidenciado una medida de bondad de ajustes >.90 con respecto al CFI y TLI y <.80 SRMR, además de una confiabilidad por coeficiente alfa > .80 (Huarcaya et al., 2020).
Procedimiento
En primera instancia, se efectuó el recojo de los datos mediante la plataforma Google Forms. Un punto primordial que se tocó en esta instancia fue el anonimato y la confidencialidad de los respectivos datos de los participantes, utilizados estrictamente con fines académicos. Una vez obtenidos los datos, se procedió al procesamiento de los mismos. Con respecto a los aspectos éticos, se cumplió con el principio de autonomía, ya que se respetó la voluntad de la participación.
Estrategia de análisis de datos
Mediante el programa R versión 4.2.1 se ejecutaron los diferentes análisis. En primera instancia, se procedió a la evaluación de la normalidad multivariada, la cual se cumpliría si los coeficientes de Mardia de asimetría y curtosis no excedieran el valor máximo de 70 (Rodríguez et al., 2008). En ausencia de normalidad multivariada, se consideró el uso del estimador de mínimos cuadrados ponderados robustos (WLSMV) para datos ordinales (Yuan y Bentler, 2006) y el de máxima verosimilitud robusta (MLR) para una muestra mediana (Viladrish et al., 2017), los cuales permiten identificar relaciones estructurales, aun en ausencia de normalidad (Li, 2014; Finney y DiStefano, 2008). Luego, se realizó la validez basada en la estructura interna, donde se ejecutó un AFC, el cual explica las covarianzas que se dan entre el grupo de variables observadas, basándose en un sustento teórico establecido originalmente y, de manera analógica, nos permite explorar diferentes modelos que se contrastan entre ellas (Bollen, 1989), tales como el unidimensional, oblicuo, segundo orden y bifactor. Para ello, se utilizó los siguientes índices de ajuste y sus valores mínimamente aceptables: X²/gl < 5; CFI y TLI ≥ .90; RMSEA (IC95%) ≤.08; SRMR <.08 (Keith, 2015, Hooper et al., 2008, Bentler y Bonet, 1980; Bentler, 1989; Hu y Bentler, 1999). Posteriormente, se relacionó al CL-FODS con la escala FCV-19S, mediante la cual se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson. Luego, se realizó el análisis de invarianza (Wu y Estabrook, 2016) y se tomó en cuenta los puntos de corte del Δ RMSEA < .015 (Chen, 2007) y del Δ CFI < .01 (Cheung y Rensvold, 2002). Para hallar la confiabilidad, se evaluó la consistencia interna del instrumento mediante el coeficiente omega, cuyos valores deben ser superiores a .80 (Viladrich et al., 2017).
RESULTADOS
Análisis de normalidad multivariada
Al efectuarse la evaluación de normalidad multivariada, no se evidenció esta, ya que los coeficientes de Mardia de asimetría y curtosis excedieron el valor máximo de 70 (Rodríguez et al., 2008), siendo de 123.29 (p < .05) y 88.03 (p < .05) respectivamente. Ante ello, se utilizó los estimadores WLSMV y MLR, ya que son capaces de identificar relaciones estructurales aun en ausencia de normalidad (Li, 2014; Finney y DiStefano, 2008)
Análisis factorial
Con respecto al análisis factorial confirmatorio, se visualizan los siguientes modelos: unidimensional, el cual constituye un factor general relacionado directamente con los 28 ítems (χ²/gl = 8.12, CFI = .88, TLI = .87, SRMR = .09, RMSEA = .13); oblicuo, donde presenta una correlación entre los factores (χ²/gl = 3.78, CFI = .95, TLI = .95, SRMR = .05, RMSEA = .08); segundo orden, evidenciando un factor general relacionado con los factores establecidos teóricamente (χ²/gl = 4.33, CFI = .95, TLI = .94, SRMR = .06, RMSEA = .09); bifactor, el cual constituye un factor general independiente de los factores establecidos, trabajando directamente con los 28 ítems (χ²/gl = 2.55, CFI = .91, TLI = .90, SRMR = .05, RMSEA = .06).
Tabla 1 Modelos de la Escala CL-FODS: Índices de bondad de ajuste
Nota: Ji-cuadrado = X²; Grados de libertad = gl; Índice de Tucker-Lewis=TLI, Índice de bondad de ajuste comparativo= CFI: Raíz media estandarizada residual cuadrática= SRMR; Error cuadrático de la aproximación= RMSEA y el Criterio de información de Akaike= AIC.
Modelo bifactor
Para corroborar el modelo bifactor, se observa que el 78 % (PUC) de correlaciones del modelo no están contaminadas por la multidimensionalidad y que el 77 % (ECV) de la varianza común se debe al miedo a la muerte. Además, el 91 % (Omega H) de la varianza total puede ser atribuida a tal miedo como un único factor general (Zinbarg et al., 2006). En todos los casos, al tener valores mayores a >70 %, se evidencia que el constructo general miedo a la muerte influye en cada uno de los ítems (Rodríguez et al., 2016).
Análisis de correlación con otra variable
Respecto de la validez convergente de la escala CL-FODS, se calcularon los coeficientes de correlación r de Pearson para poder conocer la correlación entre la variable miedo a la covid-19. Los resultados evidencian que el miedo a la muerte y el miedo a la covid-19 están correlacionados de manera media (r=.49) y significativa (p<.01) con efecto mediano (Cohen, 1988).
Análisis de confiabilidad
Para el análisis de confiabilidad, se usó el coeficiente Omega para cada dimensión (MPM ω=.87; MPPM ω=.91; MMO ω=.90; MPMO ω=.92) y con respecto al factor general (ω=.96). En todos los casos, se obtiene evidencias de confiablidad del instrumento (Viladrich et al., 2017).
Análisis de equidad
Para el análisis de invarianza factorial del CL-FODS, se evaluó tanto para grupos de sexo (hombres y mujeres) como para grupos de edad (grupo 1= 19 a 23 y grupo 2= 24 a 29) mediante las diferencias entre niveles del Δ CFI y Δ RMSEA. Los resultados muestran que ambos grupos son invariantes con respecto a cada grupo mencionado, es decir, los grupos presentan similar configuración, poseen cargas factoriales similares, los ítems comparten el mismo intercepto y poseen la misma consistencia interna (Svetina y Rutkowski, 2017).
DISCUSIÓN
Con respecto al objetivo general, la Escala de Miedo a la Muerte de Collett y Lester, en cuanto a jóvenes universitarios peruanos, presenta adecuadas características psicométricas: todos los ítems de la escala original son adecuados tanto en la validez, confiabilidad y equidad.
En el proceso de análisis, se realizó, en primer lugar, la evaluación de la normalidad multivariada, la cual no fue evidenciada porque los coeficientes de Mardia de asimetría y curtosis fueron mayores a 70 (Rodríguez et al., 2008). Por ello se consideró oportuno utilizar estimadores robustos como el WLSMV y el MLR, los cuales identifican relaciones estructurales en ausencia de normalidad (Li, 2014; Finney y DiStefano, 2008).
Posteriormente, se procedió a realizar el AFC para adquirir los índices de ajuste, donde se analizó diferentes modelos con los estimadores WLSMV y MLR. Se obtuvieron resultados que cumplieron y respetaron los valores permisibles de los autores (Hooper et al., 2008), indicando buenos índices de ajuste en los modelos bifactor y oblicuo del estimador MLR. Sin embargo, según el AIC, registró un menor valor, el bifactor, determinando ser el mejor modelo. También se examinó los valores del PUC y ECV, el cual debe ser mayor a .70, para inferir que el factor general trabaja de manera unidimensional junto a los reactivos (Rodríguez et al., 2016). De la misma forma, se tomó en cuenta el omega H que resultó ser mayor a .80. La verificación como mejor modelo del bifactor nos permite entender que la variabilidad de cada uno de los reactivos es explicada por el constructo miedo a la muerte como factor general, pero a su vez por un factor específico además de un residuo. Ello da soporte a nivel teórico del cálculo que se puede realizar de un puntaje total (Domínguez y Rodríguez, 2017).
De acuerdo con la validez basada en la relación con otra variable, se pudo observar que la Escala CL-FODS adquiere una validez convergente en su relación media positiva con la Escala FCV-19S. Este resultado nos indica que los jóvenes que presenten un nivel moderado o elevado frente al miedo a la covid-19 presentarán indicadores asociados al sentimiento del miedo a la muerte. Estos hallazgos apoyan también la existencia de un constructo general de miedo a la muerte (Cohen, 1988). En la literatura existente, no se halló estudios sobre la relación con otras variables.
En cuanto a la confiabilidad del instrumento, se evidenció que en el modelo bifactor el puntaje total fue de ω= .96. Con respecto a las dimensiones, se presentan valores de MPM ω=.87; MPPM ω=.91; MMO ω=.90; MPMO ω=.92. Quedó demostrada una buena confiabilidad tanto en las dimensiones como con el factor general (Ventura y Caycho, 2017). Estos resultados difieren levemente de los encontrados en el estudio de Buzgova y Janikova (2017) y Ruiz (2013), quienes hallaron valores de confiabilidad por el coeficiente alfa por debajo de los valores descritos.
Así mismo, se debe resaltar la relevancia del análisis de invarianza, ya que permite evitar las interpretaciones erradas y sesgadas con respecto a las diferencias que se pueda hallar en un grupo de estudio (Domínguez-Lara, 2016). A partir de lo expuesto, se comprende que, mediante los resultados obtenidos, Δ CFI < .01 (Cheung y Rensvold, 2002), la Δ RMSEA < .015 (Chen, 2007) se puede asumir que ni el sexo ni el grupo de edad, al cual pertenecen los participantes, afectan las mediciones realizadas en los estudiantes universitarios a través de la Escala CL-FODS.
Con respecto a las limitaciones a la luz del propio proceso de la investigación, resalta en primer lugar la imposibilidad de generalización hacia otro tipo de poblaciones. Sin embargo, se debe rescatar el hecho de que, al ser un tamaño muestral aceptable (Roco et al., 2021) y con idoneidad en cuanto a los hallazgos de la confiabilidad y de la estructura de la Escala CL-FODS, es posible categorizar la escala como un instrumento robusto. Al respecto, también es necesario subrayar que, dada la homogeneidad de la población de solo estudiantes universitarios, es posible utilizarla en poblaciones con características similares. Más aún, la presente investigación es la primera que se realiza de la Escala CL-FODS en el entorno peruano. Es vital también dejar sentado que el presente estudio deja algunas tareas pendientes para próximas investigaciones, tales como el aumento de la muestra y el tipo de muestreo, especialmente uno del tipo probabilístico, para que de esa forma se pueda llegar a resultados generalizables.
Sin dejar de lado lo expuesto en el apartado anterior, es importante destacar algunas fortalezas de los hallazgos de la presente investigación. En cuanto a aspectos de nivel práctico, la Escala CL-FODS es susceptible de ser utilizada en estudios que planteen evaluar modelos explicativos relacionados a diversas problemáticas de jóvenes universitarios, ya que demuestra ser robusta a nivel de variable latente. También es importante destacar que, al existir invarianza de la medición por sexo y grupo de edad, se legitiman las comparaciones efectuadas entre estos subgrupos (Bowen y Masa, 2015; Pendergast et al., 2017). A nivel instrumental, el estudio es relevante en función de ser el primero que se realiza en alguna población peruana, y, más aún, con hallazgos tan auspiciosos.
CONCLUSIONES
La Escala de Miedo a la Muerte de Collett y Lester (CL-FODS), al ser analizada en una muestra de jóvenes universitarios, presenta valores esperados en las evidencias de validez basadas en la relación con otra variable y de estructura interna. Además, presenta una adecuada confiabilidad por consistencia interna y de equidad por edad y sexo.
